© 2016 Pearson Italia – Milano, Torino Stima degli effetti causali dinamici Capitolo 15.

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1 © 2016 Pearson Italia – Milano, Torino Stima degli effetti causali dinamici Capitolo 15

2 15-2 Introduzione all’econometria – IV ed. Sommario 1.Gli effetti causali dinamici e i dati sul succo d’arancia 2.Stima degli effetti causali dinamici con regressori esogeni: il modello a ritardi distribuiti 3.Gli errori standard HAC 4.Applicazione ai prezzi del succo d’arancia 5.Altro sull’esogeneità

3 15-3 Introduzione all’econometria – IV ed. Gli effetti causali dinamici e i dati sul succo d’arancia (Paragrafi 15.1 e 15.2) Un effetto causale dinamico è l’effetto su Y di una variazione in X nel tempo. Per esempio: L’effetto prodotto dall’aumento delle tasse sul tabacco sul consumo di sigarette per l’anno in corso, per il prossimo anno, per i prossimi 5 anni. L’effetto prodotto sull’inflazione da una modifica sul tasso dei Fed Funds per il mese in corso, per i prossimi 6 mesi, e per il prossimo anno. L’effetto prodotto da una gelata verificatasi in Florida sul prezzo del concentrato di succo d’arancia a 1 mese, a 2 mesi a 3 mesi…

4 15-4 Introduzione all’econometria – IV ed. I dati sul succo d’arancia Dati mensili, da gen. 1950 a dic. 2000 (T = 612) Prezzo = prezzo del succo congelato (una sottocomponente dell’indice dei prezzi alla produzione; US Bureau of Labor Statistics) %ChgP = variazione percentuale del prezzo a un tasso annuale, per cui %ChgP t = 1200Δln(Prezzo t ) FDD = numero di giorni di gelo per mese registrato a Orlando, Florida –Esempio: Se novembre ha 2 giorni con minime < 32 o F, uno a 30 o F e a 25 o F, allora FDD Nov = 2 + 7 = 9

5 15-5 Introduzione all’econometria – IV ed.

6 15-6 Introduzione all’econometria – IV ed. Regressione iniziale succo d’arancia = -0,40 + 0,47FDD t (0,22) (0,13) Relazione positiva statisticamente significativa Più giorni di gelo  aumento di prezzo Gli errori standard sono consistenti in presenza di eteroschedasticità e autocorrelazione – ulteriori informazioni in seguito Ma qual è l’effetto di FDD nel tempo?

7 15-7 Introduzione all’econometria – IV ed. Effetti causali dinamici Esempio: Qual è l’effetto del fertilizzante sulla resa dei pomodori? Un ideale esperimento controllato casualizzato Fertilizzare alcuni appezzamenti, non altri (assegnamento casuale) Misurare la resa nel tempo – su più raccolti – per valutare l’effetto causale del fertilizzante su: –Resa nel primo anno di sperimentazione –Resa nel secondo anno, ecc. Il risultato (in un esperimento esteso) restituisce l’effetto causale del fertilizzante sulla resa k anni dopo.

8 15-8 Introduzione all’econometria – IV ed. Effetti causali dinamici (continua) In applicazioni a serie temporali, non è possibile condurre l’esperimento casualizzato ideale: Esiste un solo mercato del succo d’arancia USA…. Non è possibile assegnare in maniera casuale gli FDD a repliche diverse del mercato del succo d’arancia USA (cosa vuole dire, in effetti?) Non si può misurare il risultato medio (tra i “soggetti”) in tempi diversi – esiste solo un unico “soggetto”! Quindi non si può stimare l’effetto causale per tempi diversi con lo stimatore delle differenze

9 15-9 Introduzione all’econometria – IV ed. Effetti causali dinamici (continua) Un esperimento alternativo: Somministrare in maniera casuale diversi trattamenti allo stesso soggetto (FDD t ) in tempi diversi Misurare la varianza del risultato (%ChgP t ) La “popolazione” dei soggetti è formata dal medesimo soggetto (mercato del succo) ma in date diverse – a volte il soggetto è il gruppo di trattamento, a volte il gruppo di controllo! Se i “soggetti” (il soggetto in tempi diversi) appartengono alla stessa distribuzione – cioè, se Y t, X t sono stabili – allora l’effetto causale dinamico può essere dedotto dalla regressione OLS di Y t sui valori ritardati di X t. Questo stimatore (regressione di Y t su X t e sui ritardi di X t ) è chiamato stimatore a ritardi distribuiti.

10 15-10 Introduzione all’econometria – IV ed. Gli effetti causali dinamici e il modello a ritardi distribuiti Il modello a ritardi distribuiti è: Y t = β 0 + β 1 X t + … + β r X t–r + u t β 1 = effetto d’impatto della variazione in X = effetto della variazione in X t su Y t, tenendo costante l’X t precedente β 2 = moltiplicatore dinamico periodo 1 = effetto della variazione in X t–1 su Y t, tenendo costante X t, X t–2, X t–3,… β 3 = moltiplicatore dinamico periodo 2 (ecc.) = effetto della variazione in X t–2 su Y t, tenendo costante X t, X t–1, X t–3,… Moltiplicatori dinamici cumulati –Il moltiplicatore dinamico cumulato del secondo periodo è β 1 + β 2 + β 3 = effetto d’impatto + effetto periodo 1 + effetto periodo 2

11 15-11 Introduzione all’econometria – IV ed. L’esogeneità nella regressione a serie temporali Esogeneità (passato e presente) X è esogena se E(u t |X t, X t–1, X t–2,…) = 0. Esogeneità stretta (passato, presente, e futuro) X è strettamente esogena se E(u t |…, X t+1, X t, X t–1, …) = 0 L’esogeneità stretta implica l’esogeneità Per ora supporremo che X sia esogena – riprenderemo (in breve) il caso dell’esogeneità stretta più tardi. Se X è esogena, allora è possibile usare gli OLS per stimare l’effetto causale su Y di una variazione in X….

12 15-12 Introduzione all’econometria – IV ed. Stima degli effetti causali dinamici con regressori esogeni (Paragrafo 15.3) Modello a ritardi distribuiti: Y t = β 0 + β 1 X t + … + β r+1 X t–r + u t Assunzioni del modello a ritardi distribuiti 1. E(u t |X t, X t–1, X t–2,…) = 0 (X è esogena) 2.(a) Y e X hanno distribuzioni stabili; (b) (Y t, X t ) e (Y t–j, X t–j ) diventano indipendenti al crescere di j 3. Y e X presentano otto momenti finiti non nulli 4. Non vi è collinearità perfetta.

13 15-13 Introduzione all’econometria – IV ed. Il modello a ritardi distribuiti (continua) Le assunzioni 1 e 4 sono familiari L’assunzione 3 è familiare, tranne per 8 (non quattro) momenti finiti – ciò ha a che fare con gli stimatori HAC L’assunzione 2 è diversa – prima poneva che (X i, Y i ) erano i.i.d. – con i dati a serie temporali le cose si fanno più complesse. 2. (a) Y e X hanno distribuzioni stabili; Se sì, i coefficienti non cambiano all’interno del campione (validità interna); e i risultati possono essere estrapolati al di fuori del campione (validità esterna). Questa è la controparte a serie temporali della parte “a distribuzione identica” di i.i.d.

14 15-14 Introduzione all’econometria – IV ed. Il modello a ritardi distribuiti, continua 2.(b) (Y t,X t ) e (Y t–j, X t–j ) diventano indipendenti al crescere di j –Intuitivamente, significa che si hanno esperimenti separati per periodi di tempo molto distanti fra loro. –Nei dati sezionali, avevamo supposto che Y e X fossero i.i.d., conseguenza di una semplice campionatura casuale – ciò portava al teorema limite centrale. –Una versione del TLC vale per le variabili a serie temporali che diventano indipendenti al crescere della loro separazione temporale – L’assunzione 2(b) è la controparte a serie temporali della parte “a distribuzione indipendente” di i.i.d.

15 15-15 Introduzione all’econometria – IV ed. In base ai presupposti del modello a ritardi distribuiti: OLS produce stimatori consistenti di β 1, β 2,…, β r (dei moltiplicatori dinamici) In campioni grandi, la distribuzione campionaria di, ecc., è normale MA la formula per la varianza di questa distribuzione campionaria non è la solita dei dati sezionali (i.i.d.), perché u t non è i.i.d. – u t può essere serialmente correlato! Ciò significa che i normali errori standard di OLS (in genere le stampe di STATA) sono sbagliati! Occorre utilizzare, invece, errori standard che siano robusti sia all’autocorrelazione sia all’eteroschedasticità…

16 15-16 Introduzione all’econometria – IV ed. Errori standard consistenti in presenza di eteroschedasticità e autocorrelazione (HAC) (Paragrafo 15.4) Il calcolo… per un singolo regressore X t : Y t = β 0 + β 1 X t + u t Lo stimatore OLS: dall’Appendice 4.3, – β 1 = ≅ (in grandi campioni) dove v t = (X t – )u t.

17 15-17 Introduzione all’econometria – IV ed. Errori standard HAC (continua) Per cui, in grandi campioni, var( ) = / = / Nei dati i.i.d. sezionali, cov(v t, v s ) = 0 per t ≠ s, quindi var( ) = )/ = Questo è il nostro solito risultato per dati sezionali (Appendice 4.3).

18 15-18 Introduzione all’econometria – IV ed. Errori standard HAC (continua) Ma in dati a serie temporali, cov(v t, v s ) ≠ 0 in genere. Si ponga T = 2: = var[½(v 1 +v 2 )] = ¼[var(v 1 ) + var(v 2 ) + 2cov(v 1,v 2 )] = ½ + ½ρ 1 (ρ 1 = corr(v 1,v 2 )) = ½ ×f 2, dove f 2 = (1+ρ 1 ) In dati i.i.d., ρ 1 = 0 quindi f 2 = 1, dando la consueta formula In dati a serie temporali, se ρ 1 ≠ 0 allora var ( ) non viene data dalla formula consueta.

19 15-19 Introduzione all’econometria – IV ed. Espressione per var( ), T generico = ×f T Quindi var( ) = ×f T dove f T = [Eq. (15.13)] Gli errori standard OLS convenzionali sono sbagliati quando u t è correlato serialmente (la stampa “,r” di STATA è sbagliata). Gli errori standard OLS si discostano in base al fattore f T Deve essere utilizzata una formula di errori standard diversa!!!

20 15-20 Introduzione all’econometria – IV ed. Errori standard HAC Avendo conosciuto il fattore f T, sarebbe stato possibile apportare le modifiche necessarie. –Nei dati panel, il fattore f T viene (implicitamente) stimato usando “cluster” – ma questo richiede n grande. –Nei dati a serie temporali, serve una formula diversa –f T deve essere stimato in maniera esplicita Gli errori standard che usano stimatori di f T consistenti sono chiamati errori standard consistenti in presenza di eteroschedasticità e autocorrelazione o errori standard HAC (Heteroskedasticity- and Autocorrelation- Consistent - HAC)

21 15-21 Introduzione all’econometria – IV ed. Errori standard HAC (continua) var( ) = ×f T, dove f T = Lo stimatore di f T comunemente più utilizzato è: = (Newey-West) è uno stimatore di ρ j Questo è lo stimatore “Newey-West” m è detto parametro di troncamento Come scegliere m? –Con il metodo Goldilocks (non troppi, non troppo pochi) –O con la regola empirica, m = 0,75T 1/3

22 15-22 Introduzione all’econometria – IV ed. Esempio: il succo d’arancia e gli stimatori HAC in STATA. gen l0fdd = fdd; genera ritardo #0. gen l1fdd = L1.fdd; genera ritardo #1. gen l2fdd = L2.fdd; genera ritardo #2. gen l3fdd = L3.fdd;.. gen l4fdd = L4.fdd;.. gen l5fdd = L5.fdd;.. gen l6fdd = L6.fdd;. reg dlpoj fdd if tin(1950m1,2000m12), r; Errori standard NON HAC Linear regression Number of obs = 612 F( 1, 610) = 12.12 Prob > F = 0.0005 R-squared = 0.0937 Root MSE = 4.8261 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust dlpoj | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- fdd |.4662182.1339293 3.48 0.001.2031998.7292367 _cons | -.4022562.1893712 -2.12 0.034 -.7741549 -.0303575 ------------------------------------------------------------------------------

23 15-23 Introduzione all’econometria – IV ed. Esempio: il succo d’arancia e gli stimatori HAC in STATA (continua) Rieseguire la regressione, ma con errori standard Newey-West :. newey dlpoj fdd if tin(1950m1,2000m12), ritardo(7); Regression with Newey-West standard errors Number of obs = 612 maximum lag: 7 F( 1, 610) = 12.23 Prob > F = 0.0005 ------------------------------------------------------------------------------ | Newey-West dlpoj | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- fdd |.4662182.1333142 3.50 0.001.2044077.7280288 _cons | -.4022562.2159802 -1.86 0.063 -.8264112.0218987 ------------------------------------------------------------------------------ Usa autocorrelazioni fino a m = 7 per calcolare gli errori standard regola pratica: 0.75*(6121/3) = 6.4 » 7, con leggero arrotondamento. OK, in questo caso la differenza negli errori standard è piccola, ma non è sempre così!

24 15-24 Introduzione all’econometria – IV ed. Esempio: il succo d’arancia e gli stimatori HAC in STATA (continua). global lfdd6 "fdd l1fdd l2fdd l3fdd l4fdd l5fdd l6fdd”;. newey dlpoj $lfdd6 if tin(1950m1,2000m12), lag(7); Regression with Newey-West standard errors Number of obs = 612 maximum lag : 7 F( 7, 604) = 3.56 Prob > F = 0.0009 ------------------------------------------------------------------------------ | Newey-West dlpoj | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- fdd |.4693121.1359686 3.45 0.001.2022834.7363407 l1fdd |.1430512.0837047 1.71 0.088 -.0213364.3074388 l2fdd |.0564234.0561724 1.00 0.316 -.0538936.1667404 l3fdd |.0722595.0468776 1.54 0.124 -.0198033.1643223 l4fdd |.0343244.0295141 1.16 0.245 -.0236383.0922871 l5fdd |.0468222.0308791 1.52 0.130 -.0138212.1074657 l6fdd |.0481115.0446404 1.08 0.282 -.0395577.1357807 _cons | -.6505183.2336986 -2.78 0.006 -1.109479 -.1915578 ------------------------------------------------------------------------------ global lfdd6 definisce una stringa che rappresenta tutti i ritardi addizionali Quali sono i moltiplicatori dinamici stimati (effetti dinamici)?

25 15-25 Introduzione all’econometria – IV ed. FAQ: è necessario usare errori standard HAC per la stima di un modello AR o ADL? R: NO. Il problema che ha una soluzione negli errori standard HAC si pone solo quando u t è serialmente correlato: se u t è serialmente incorrelato, vanno bene gli errori standard OLS Nei modelli AR e ADL, gli errori sono serialmente incorrelati se sono stati introdotti sufficienti ritardi di Y –Se si inseriscono sufficienti ritardi di Y, allora il termine di errore non può essere previsto usando Y passati, o in maniera equivalente, con u trascorsi – quindi u è serialmente incorrelato

26 15-26 Introduzione all’econometria – IV ed. Stima degli effetti causali dinamici con regressori strettamente esogeni (Paragrafo 15.5) X è strettamente esogena se E(u t |…,X t+1, X t, X t–1, …) = 0 Se X è strettamente esogena, vi sono modi più efficienti per stimare gli effetti causali dinamici che non una regressione a ritardi distribuiti: –Stima dei minimi quadrati generalizzati (GLS) –Stima autoregressiva a ritardi distribuiti (ADL) Ma la condizione di stretta esogeneità è molto forte, per cui questa condizione nella pratica diventa raramente plausibile– neppure nell’esempio meteo/succo d’arancia (perché?). Per cui non tratteremo la stima GLS o ADL degli effetti causali dinamici – per dettagli si rimanda al Paragrafo 15.5.

27 15-27 Introduzione all’econometria – IV ed. I prezzi del succo d’arancia e il freddo (Paragrafo 15.6) Qual è l’effetto causale dinamico (quali sono i moltiplicatori dinamici) dell’aumento di un’unità in FDD sui prezzi del succo? %ChgP t = β 0 + β 1 FDD t + … + β r+1 FDD t–r + u t Che r usare? Perché non 18? (metodo Goldilocks) Che m (parametro di troncamento Newey-West) usare? m = 0,75×612 1/3 = 6,4 ≅ 7

28 15-28 Introduzione all’econometria – IV ed. Una parentesi: calcolo dei moltiplicatori cumulati e dei loro errori standard I moltiplicatori cumulati possono essere calcolati stimando il modello a ritardi distribuiti, quindi sommando i coefficienti. Tuttavia, si dovrebbero anche calcolare gli errori standard per i moltiplicatori cumulati, e mentre ciò può essere fatto direttamente dal modello a ritardi distribuiti, sono necessarie alcune modifiche. Siccome i moltiplicatori cumulati sono combinazioni lineari di coefficienti di regressione, è possibile utilizzare i metodi del Paragrafo 7.3 per calcolare i loro errori standard.

29 15-29 Introduzione all’econometria – IV ed. Calcolo dei moltiplicatori cumulati (continua) Un trucco del Paragrafo 7.3 è riscrivere la regressione così che i coefficienti in questa regressione siano quelli che interessano – qui, i moltiplicatori cumulati. Esempio: riscrivere il modello a ritardi distribuiti con 1 ritardo: Yt = β 0 + β 1 X t + β 2 X t–1 + u t = β 0 + β 1 X t – β 1 X t–1 + β 1 X t–1 + β2X t–1 + u t = β 0 + β 1 (X t –X t–1 ) + (β 1 + β 2 )X t–1 + u t o Yt = β 0 + β 1 ΔX t + ( β1+ β2) X t–1 + u t

30 15-30 Introduzione all’econometria – IV ed. Calcolo dei moltiplicatori cumulati (continua) Quindi, si ponga W 1t = ΔX t e W 2t = X t–1 e si stimi la regressione, Y t = β 0 + δ 1 W 1t + δ 2 W 2t + u i Quindi δ 1 = β 1 = effetto d’impatto δ 2 = β 1 + β 2 = il primo moltiplicatore cumulato e gli errori standard (HAC) su δ 1 e δ 2 sono gli errori standard per i due moltiplicatori cumulati.

31 15-31 Introduzione all’econometria – IV ed. Calcolo dei moltiplicatori cumulati (continua) In generale, il modello ADL può essere riscritto come, Y t = δ 0 + δ 1 ΔX t + δ 2 ΔX t–1 + … + δ q–1 ΔX t–q+1 + δ q X t–q + u t dove δ 1 = β 1 δ 2 = β 1 + β 2 δ 3 = β 1 + β 2 + β 3 … δ q = β 1 + β 2 + … + β q I moltiplicatori cumulati e i loro errori standard HAC possono essere calcolati direttamente con questa regressione trasformata

32 15-32 Introduzione all’econometria – IV ed.

33 15-33 Introduzione all’econometria – IV ed.

34 15-34 Introduzione all’econometria – IV ed.

35 15-35 Introduzione all’econometria – IV ed. Gli effetti dinamici sul succo d’arancia sono stabili? Si ricorderà, dal Paragrafo 14.7, che è possibile testare la stabilità dei coefficienti di regressione delle serie temporali mediante le statistiche QLR. È quindi possibile calcolare il QLR per la regressione (1) nella Tabella 15.1: Sono necessari errori standard HAC? Perché, o perché no? Come si calcoleranno nello specifico le statistiche Chow? Come si calcoleranno le statistiche QLR? Quali sono i d.f. q delle statistiche Chow e QLR? Risultato: QLR = 21.19. –È rilevante? (si veda la Tabella 14.6) –A che livello di rilevanza? Come interpretare il risultato in modo sostanziale? Si stimino i moltiplicatori dinamici sui sottocampioni e si verifichi il loro cambiamento nel tempo…

36 15-36 Introduzione all’econometria – IV ed.

37 15-37 Introduzione all’econometria – IV ed. Succo d’arancia: le rotture hanno un’importanza sostanziale? L’effetto cumulato degli FDD cala nel tempo? Perché?

38 15-38 Introduzione all’econometria – IV ed. Fatto: dopo avere perso molte piante per le gelate nel nord della Florida, i coltivatori di arance si sono spostati a sud. Che relazione esiste con il cambiamento delle risposte cumulate agli impulsi?

39 15-39 Introduzione all’econometria – IV ed. L’esogeneità è plausibile? Alcuni esempi (Paragrafo 15.7) Se X è esogena (e valgono le assunzioni 2-4), allora un modello a ritardi distribuiti offre stimatori consistenti degli effetti causali dinamici. Come nella regressione multipla con dati sezionali, si deve valutare con occhio critico se X sia esogena in qualsiasi applicazione: X è esogena, cioè E(u t |X t, X t–1, …) = 0? X è strettamente esogena, cioè E(u t |…, X t+1, X t, X t–1, …) = 0?

40 15-40 Introduzione all’econometria – IV ed. Negli esempi seguenti, l’esogeneità (a) e/o l’esogeneità stretta (b) sono plausibili? Che cosa ne pensate? 1.Y = prezzi succo di arancia, X = FDD in Orlando 2.Y = esportazioni australiane, X = PIL USA (effetto del reddito USA sulla domanda per le esportazioni australiane) 3.Y = esportazioni UE, X = PIL USA (effetto del reddito USA sulla domanda per le esportazioni dall'Europa) 4.Y = tasso di inflazione USA, X = cambio percentuale nei prezzi del petrolio a livello mondiale (stabiliti dall’OPEC) (effetto dell’aumento dei prezzi OPEC sull’inflazione) 5.Y = crescita PIL, X =Tasso Fed Funds federali (l’effetto della politica monetaria sulla crescita della produzione) 6.Y = variazione nel tasso di inflazione, X = tasso della disoccupazione sull’inflazione (la curva di Phillips)

41 15-41 Introduzione all’econometria – IV ed. L’esogeneità (continua) È necessario valutare l’esogeneità e l’esogeneità stretta caso per caso Spesso l’esogeneità non è plausibile nei dati relativi serie temporali per la presenza della causalità simultanea L’esogeneità stretta è raramente plausibile nei dati relativi a serie temporali a causa del feedback.

42 15-42 Introduzione all’econometria – IV ed. Stima degli effetti causali dinamici: Riepilogo (Paragrafo 15.8) Gli effetti causali dinamici sono misurabili in teoria mediante un esperimento casualizzato controllato con rilevamenti ripetuti nel tempo. Quando X è esogena, è possibile stimare gli effetti causali dinamici con una regressione a ritardi distribuiti Se u è serialmente correlato, gli errori standard OLS convenzionali sono sbagliati; si devono usare errori standard HAC Per decidere se X è esogena, si deve riflettere bene sulle particolarità del problema!